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Banco Mundial
En las dos últimas décadas, España ha experimentado con relativo éxito un proceso rápido de liberalización política y económica. A menudo, la experiencia española se ha considerado un ejemplo para otros países que salen ahora de sistemas autoritarios y contemplan una transformación política y económica similar -países de la Europa del Este y América Latina, por ejemplo-. Un tema de importancia crucial en todos esos países es el impacto distributivo del proceso de liberalización. Un análisis de la evolución de la distribución de renta en España durante el período reciente puede resultar esclarecedor para aquellos países que ahora experimentan un proceso similar.
El proceso de liberalización en España no ha sido gratuito. España ha sufrido con particular agudeza la mayoría de los problemas relacionados con el mercado de trabajo que han abatido a otros países occidentales durante la última década115. El desempleo, por ejemplo, pasó de aproximadamente un 1% de la población activa en los años sesenta a un 21,5% en 1985, con mucho el mayor de los incrementos dentro de los países de la OCDE. Desde 1985, el desempleo ha tendido a caer, pero no obstante, permanece en un alto 16%. La gravedad del problema del desempleo español debe ser atribuida en gran parte a la herencia de Franco, y en particular a su rígido sistema —180→ de relaciones laborales y a la fuertemente protegida e ineficiente estructura productiva116. Pero, en parte, también debe ser vista como un subproducto de la transición política, o quizá, como una consecuencia de la decisión de retrasar las políticas de ajuste duro hasta que la transformación política estuviese consolidada. Esta experiencia, en sí misma, serviría como lección útil a los países que enfrentan un tradeoff similar entre estabilización política y económica.
En este trabajo, considero el gran incremento del paro como dado. Otros muchos trabajos han examinado su aumento y sus causas117. Me centro, en cambio, en la documentación de la evolución de la desigualdad de la renta, y en especial en la desigualdad entre las rentas del trabajo en España durante los últimos veinte años. Obviamente, el gran crecimiento del paro ha tenido un impacto importante en la distribución de la renta. Sin embargo, alguna de las características del desempleo español -el hecho de que haya recaído principalmente sobre los trabajadores secundarios- y el papel de la familia en la provisión de una red de seguridad para el desempleado han amortiguado su efecto global.
La distribución de la renta se ha convertido recientemente en un tema importante y controvertido en la política española, con los sindicatos proclamando que el trabajo ha perdido participación en los beneficios del boom económico de los dos últimos años. Este tema ha forzado la ruptura entre el partido socialista gobernante y su sindicato hermano, la socialista Unión General de Trabajadores (UGT). Sin duda, documentar los cambios ocurridos en la distribución de renta en las dos últimas décadas puede resultar muy relevante en ese debate.
Este artículo contribuye también al cuerpo creciente de literatura sobre los cambios de la estructura salarial durante los ochenta. Un gran número de estudios previos han documentado incrementos importantes de la desigualdad salarial en muchos países de la OCDE118. Este artículo muestra que los cambios de la estructura salarial en España durante las dos últimas décadas han seguido una pauta bastante similar.
Utilizando datos de la Encuesta de Salarios (que excluye la agricultura), obtengo que la desigualdad salarial en España decreció fuertemente entre 1963 y 1973. Esto fue posible gracias fundamentalmente a un estrechamiento —181→ de las diferencias de cualificación, que más que compensaron el incremento de las diferencias interindustriales. El período de 1973 a 1977 registró una mayor reducción de las diferencias salariales entre grupos de cualificaciones, así como una reducción de los diferenciales interindustriales. En gran medida, esto refleja presiones políticas fuertes a favor de una menor dispersión salarial, así como un esfuerzo por parte de los sindicatos recién legalizados para presionar a favor de incrementos salariales nominales de igual cuantía para todos los trabajadores. El avance hacia una mayor igualdad salarial se detuvo en los últimos años setenta, coincidiendo con el fin de una política que exigía aumentos del salario nominal uniformemente distribuidos entre todos los trabajadores. Entre 1977 y 1988, las diferencias de cualificación se incrementaron drásticamente y también la desigualdad salarial global.
El incremento de la desigualdad de las rentas del trabajo entre 1977 y 1988 estuvo alimentado por el gran aumento del paro que se dio en aquel período. Para captar ese efecto, combino datos de empleo asalariado de la Encuesta de Salarios, con información sobre los salarios del sector agrícola y con datos de las prestaciones recibidas por los parados, y lo utilizo para simular la distribución global de la renta en diferentes momentos del tiempo. Añadiendo los trabajadores agrícolas y los desempleados al análisis previo de la renta laboral, y simulando después la distribución global, se pone de relieve un crecimiento todavía más marcado de la desigualdad entre rentas laborales. Sin embargo, cuando la distribución global de la renta se estima directamente a partir de los datos de ingresos por hogar (utilizando la información de la Encuesta de Presupuestos Familiares de varios años), no hay evidencia fuerte de un incremento de la desigualdad. Los datos de renta familiar muestran una caída sustancial de la desigualdad entre 1964 y 1980, pero ningún cambio esencial de la desigualdad entre 1980 y 1985. Esto constituye un interesante rompecabezas: dado el incremento documentado de la desigualdad de las rentas laborales, y dada la elevación de la proporción de población activa en paro, ¿por qué no existe un empeoramiento aparente de la desigualdad global de rentas? La última sección de este artículo se dedica a explicar esta paradoja.
Una explicación posible se centra en el papel de la renta no laboral, y en particular en el papel de las transferencias. Los datos disponibles no permiten investigar rigurosamente esta explicación, pero muestran que una gran proporción de las transferencias existentes son pensiones. Existe, por tanto, un impacto claro de las transferencias sobre la situación de la tercera edad, pero hay poco fundamento para creer que afecte seriamente a los parados. De hecho, aunque el sistema de subsidios de paro español es bastante generoso, no tiene carácter universal y el ratio de cobertura es bastante bajo —182→ en 1988 sólo el 29% de los parados recibían subsidio de desempleo119. Por tanto, parece improbable que las transferencias puedan explicar por qué la distribución de la renta familiar no ha empeorado a la vista de tasas de paro del 20% y una desigualdad salarial incrementada.
Una segunda explicación señala los cambios en el tamaño del hogar y la composición familiar, y el papel de la familia como proveedora de una red de protección para los desempleados. Este argumento sugiere que los adultos jóvenes pueden permanecer en el hogar por más tiempo en respuesta a un desempleo alto. Como consecuencia, la proporción de hogares con sólo uno o dos miembros puede haber disminuido. Estos son los hogares que precisamente dominan la cola inferior de la distribución de rentas familiares. Entonces, la distribución de la renta familiar global puede permanecer inalterada por más que la distribución cv haya empeorado.
Lamentablemente, la falta de datos de panel (o de secciones cruzadas repetidas) para los hogares hace imposible observar directamente la respuesta de la estructura familiar al crecimiento del paro. Intento superar esta limitación explotando la variación interregional y examinando de qué modo los tamaños del hogar por regiones se relacionan con condiciones económicas cambiantes y, en particular, con los cambios en el desempleo regional. Para ejecutar dicho análisis, utilizo datos de 28.000 familias procedentes de la Encuesta de Condiciones de Vida y Trabajo (ECVT) de 1985120. Encuentro una correlación positiva y significativa entre el tamaño del hogar y los cambios en el desempleo regional, y una correlación aún más fuerte entre el tamaño del hogar y los cambios en el desempleo juvenil regional. Esto sugiere que la familia de hecho funciona como una red de seguridad para la juventud en paro.
Exploro esta hipótesis en mayor profundidad examinando el efecto de la tasa local de desempleo sobre la probabilidad de que un adulto joven viva en el hogar. Utilizando datos de la ECVT de 9.186 individuos con edades entre 20 y 29 años, descubro que los incrementos del desempleo regional aumentan de modo significativo la probabilidad de que un adulto joven viva en casa. Esto de nuevo apoya la afirmación de que la estructura familiar responde —183→ directamente a la situación local del desempleo. Esto también sugiere que los cambios de la estructura familiar puede que sean la clave que explica por qué el rápido crecimiento del paro durante los ochenta no ha tenido un efecto más pronunciado sobre la distribución familiar de la renta.
Este artículo se organiza del siguiente modo. La Sección 2 describe los principales rasgos institucionales del mercado de trabajo español desde el final de los años cincuenta hasta el presente. La Sección 3 documenta las principales pautas de cambio de la desigualdad en España durante ese mismo período. El apartado 3.1 de esta sección se centra en la desigualdad entre rentas laborales y en los cambios de los diferenciales salariales. El apartado 3.2 documenta los cambios en la distribución global de la renta familiar. La Sección 4 investiga la respuesta del tamaño del hogar a los cambios en el desempleo regional. La Sección 5 recoge las principales conclusiones.
La comprensión del sistema de relaciones laborales vigente bajo el régimen de Franco constituye un requisito previo a cualquier análisis cabal del mercado de trabajo español. Aunque el entorno institucional se ha transformado profundamente en el proceso de cambio político iniciado en 1976, el mercado de trabajo altamente regulado y rígido que Franco dejó como legado ha sido una pesada losa para los desarrollos del mercado laboral de esta década. Las tensiones y contradicciones entre el sistema de relaciones laborales heredado del anterior régimen y el nuevo ambiente político están en la raíz del alto crecimiento del paro que tuvo lugar durante los ochenta. En esta sección, describo brevemente los principales rasgos institucionales del mercado de trabajo español desde finales de los años cincuenta hasta la actualidad.
El sistema de relaciones laborales bajo el régimen de Franco se caracterizó por la existencia de un sindicato vertical de carácter oficial al que se pertenecían obligatoriamente todos los trabajadores y empresarios y que disponía, en la práctica, de pocas funciones121. Inicialmente, el sindicato vertical no tenía potestad para negociar sobre salarios ni sobre condiciones de trabajo; ambos se establecían por decreto desde el Ministerio de Trabajo. En 1958, el régimen promulgó una ley reguladora de la negociación colectiva como parte de un paquete más amplio de medidas de liberalización económica. —184→ Esta ley introdujo los jurados de empresa o comités de trabajadores de las empresas y los dotó de la capacidad para negociar colectivamente los contratos con los empleadores, todo ello dentro del sistema del sindicato oficial. El Estado se reservó el derecho a intervenir en la negociación. Ejerció este derecho constantemente mediante la emisión de decretos que establecían cuál debería ser el salario «negociado» -normalmente, se fijaban salarios por debajo de lo previamente negociado entre los patronos y los jurados de empresa122. Por tanto, el sistema era en realidad tal que el Estado establecía los incrementos de los salarios base (que se mantenían bajos) y las empresas los mejoraban mediante pagos por antigüedad, primas de productividad y otras modalidades de retribución variable.
Durante el período, las huelgas estuvieron prohibidas. Para compensarlo, el régimen estableció un conjunto de regulaciones restrictivas de la contratación y el despido de trabajadores123. Malo de Molina (1983) describe el mercado de trabajo de este período como caracterizado por un empleo rígido y unos salarios muy flexibles.
Durante este período, la economía española creció rápidamente conforme acometía un proceso de rápida industrialización. Entre 1965 y 1969 el Producto Interior Bruto (PIB) real creció a la tasa del 6,8% anual y el PIB por asalariado todavía a mayor ritmo. Sin embargo, la remuneración real por asalariado creció a una media anual relativamente moderada del 2,5%. Esta moderación se logró en gran parte por la intervención directa del Estado.
El sistema de relaciones laborales introducido por la Ley de Negociación Colectiva de 1958 permaneció sin cambios sustanciales hasta la muerte de Franco. A principios de los setenta, sin embargo, el sistema se empezó a resquebrajar, reflejando la decadencia y creciente impotencia del régimen. Las huelgas ilegales se hicieron cada vez más comunes y las organizaciones de trabajadores más activas. Las demandas de elevaciones sustanciales de los salarios se lograron mediante grandes subidas nominales, a medida que el gobierno perdía el control del crecimiento salarial. Se introdujo un mecanismo de indiciación de los salarios nominales a la inflación pasada y esto dió lugar a una explosión de fuertes crecimientos salariales que se aceleraron durante la segunda mitad de la década.
—185→La muerte de Franco en 1975 y el comienzo de los cambios políticos alteraron drásticamente el sistema de relaciones laborales establecido. Los sindicatos libres fueron legalizados, se otorgó el derecho a la huelga y se estableció el marco para una genuina negociación colectiva. Sin embargo, al mismo tiempo, se mantuvieron la mayoría de las restricciones a la contratación y el despido, y se introdujeron nuevas restricciones sobre el uso de las horas extraordinarias. Como resultado, el mercado de trabajo perdió gran parte de su flexibilidad salarial mientras conservaba la mayoría de las rigideces que afectaban al ajuste del empleo.
El nuevo marco político creó fuertes presiones favorables a grandes incrementos salariales, comoquiera que los sindicatos reivindicaban que los bajos salarios de los trabajadores españoles se pusieran más en línea con los de otros países europeos. Como señalan Bentolila y Blanchard (1989), estas presiones fueron reforzadas por la competencia entre los sindicatos recién legalizados que trataban de hacerse con un electorado. El resultado fue un incremento espectacular de los salarios nominales, que crecieron a una media del 24% anual durante el período 1975-77.
Como en otros países de la OCDE, este período se caracterizó no sólo por el fuerte crecimiento de los salarios nominales, sino también por los grandes aumentos del precio de la energía. Ambos se reflejaron en la inflación de precios, que alcanzó la considerable media d el 19,6% durante el período 1975-77. Este período también registró una caída en la tasa de crecimiento de la economía: el crecimiento del PIB se redujo a una media del 2,3% anual, y el empleo disminuyó un 1,2% por año.
Las organizaciones de trabajadores desempeñaron un
importante papel en la transición a la democracia. Su apoyo al proceso de democratización mediante «reforma negociada» tal como propuso el arquitecto de la transición, Adolfo Suárez, fue crucial para su éxito. El proyecto de democratización de Suárez se basaba en crear un consenso entre todas las fuerzas políticas que apoyaban la democracia. Como afirma Fishman (1990), «la transición a la democracia... se basaba en el objetivo de mitigar las posibles fuentes de conflicto»
. Esto exigía la plena colaboración de los sindicatos. Mientras los sindicatos estaban dispuestos a mantenerse firmes en muchas de sus reivindicaciones, la necesidad del consenso significó que muchas medidas económicas duras pero necesarias no fueron adoptadas hasta mucho después. Este retraso muy probablemente incrementó la severidad del eventual ajuste.
Un claro ejemplo del espíritu de colaboración que dominó la política de finales de los setenta fueron los Pactos de la Moncloa de 1977, firmados por todos los partidos políticos y por los representantes de los principales sindicatos. Este acuerdo dispuso un conjunto de medidas económicas que —186→ habrían de ser ejecutadas por el gobierno e incluyó el establecimiento de un techo para el crecimiento salarial en 1978. También incluyó la recomendación de que los salarios más bajos fueran favorecidos en la distribución de los incrementos salariales y, de hecho, estipularon que al menos el 50% del creciente salarial total se distribuyera homogéneamente (en términos absolutos, que no relativos) entre los trabajadores. Huelga decir que esto supuso fuertes presiones al alza sobre los salarios de los trabajadores poco cualificados y condujo a una estructura salarial distorsionada.
La firma de los Pactos de la Moncloa marcó el comienzo de un período de (pretendida) moderación del crecimiento salarial. Se firmaron anualmente acuerdos similares de alcance nacional entre las centrales sindicales, las confederaciones empresariales y (en alguna ocasión) el gobierno hasta 1986 (con la excepción de 1979 y 1984). Estos acuerdos establecían normalmente una banda o un máximo para los incrementos salariales. Respecto a la dispersión salarial, la política sindical de reivindicar incrementos del salario nominal iguales para todos los trabajadores se abandonó en 1979.
Un resultado de los acuerdos salariales de alcance nacional fue que durante el período 1975-85 el crecimiento salarial nominal se redujo significativamente, aunque se mantuvo por encima de la tasa de inflación. El empleo, sin embargo, continuó cayendo a una tasa del 1,8% anual y el paro creció drásticamente, alcanzando un máximo del 21,5% en 1985.
En 1984 el gobierno empezó a reformar uno de los últimos vestigios del antiguo sistema de relaciones laborales: la legislación de protección del empleo. Se relajaron algunas de las restricciones al despido de trabajadores, se redujeron las indemnizaciones por despido y se abreviaron los trámites de negociación de los despidos. Más drásticamente, se introdujo un conjunto completo de modalidades de contratos a tiempo parcial, a plazo fijo y de formación. Estas medidas proporcionaron una flexibilidad muy necesaria para el ajuste del empleo. Estos contratos temporales representaron aproximadamente el 98% de todos los contratos nuevos que se firmaron entre 1985 y 1989 (Segura et al., 1991).
La moderación de los salarios reales y la mayor flexibilidad del mercado de trabajo han contribuido a convertir el reciente período de 1986-88 en uno de alto crecimiento económico. El empleo ha crecido de modo sostenido, a la tasa del 2,7% anual, y el PIB real ha alcanzado el 4,7% de media. La tasa de paro ha descendido lentamente hasta el 16,6% de 1989. A pesar del brillante panorama, la inquietud social está sobre el horizonte. Los sindicatos proclaman que el trabajo no ha recibido su parte de los beneficios generados en el boom económico. Demandan que la distribución de la renta y la riqueza sea una prioridad en futuras negociaciones. Los Gráficos 1 y 2, que representan la
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participación del trabajo en la renta nacional, otorgan cierto apoyo a las afirmaciones de los sindicatos124. La participación del trabajo en la renta nacional ha caído sustancialmente desde 0,65 en 1977 hasta 0,58 en 1988. Esta caída es incluso más pronunciada cuando se incluye la renta de los autónomos.
Este artículo, sin embargo, no se refiere tanto a la distribución funcional de la renta como a la distribución de la renta entre familias e individuos, y especialmente a la distribución de las rentas del trabajo125. El principal objetivo de la próxima sección es documentar las principales pautas de cambio de dicha distribución.
Esta parte del análisis se basa en los datos de la Encuesta de Salarios que con periodicidad trimestral publica el Instituto Nacional de Estadística. La Encuesta de Salarios proporciona salarios mensuales medios por ocupación y rama de actividad para diecisiete sectores agregados de la economía española. La encuesta cubre la minería, las manufacturas, la construcción, el comercio al por mayor y detallista, el transporte, las instituciones financieras y de seguros, y hostelería. Se excluye la agricultura y la pesca, y el resto del sector servicios. Las categorías profesionales que se utilizan corresponden a la clasificación utilizada por la Seguridad Social en sus cotizaciones. Estas son, al tiempo, las categorías que se usan para establecer los salarios base en la negociación colectiva126. Como existe una ruptura metodológica en la encuesta en el primer trimestre de 1977, debe tenerse cuidado en la comparación de los dos subperíodos 1963-76 y 1977-88. Esta encuesta y la calidad de los datos se tratan con mayor detalle en el Apéndice 1.
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El Gráfico 3 presenta la evolución temporal de los cambios en las diferencias entre los salarios de trabajadores cualificados y no cualificados de 1963 a 1988. Muestra el ratio entre los salarios mensuales medios de los licenciados universitarios (Titulados Superiores) y los trabajadores menos cualificados (Peones). Los salarios mensuales medios incluyen los pagos ordinarios (regulares) y extraordinarios. Los datos son medias anuales de la encuesta trimestral. Para resaltar la ruptura metodológica, se separan los gráficos de los dos subperíodos, 1963-76 y 1977-88, mediante una línea vertical.
El gráfico muestra una gran caída en la prima salarial por formación durante los años sesenta y primeros setenta. Esta tendencia revierte en 1980, incrementandose el diferencial salarial desde el 2,76 de 1977 al 3,36 de 1988. El Cuadro 1 ofrece más detalles sobre las pautas de cambio en las diferencias de salarios entre las categorías profesionales. Este cuadro presenta las ganancias mensuales reales y relativas por categoría profesional para el conjunto del período 1963-88. Por brevedad, se enumeran sólo cuatro de las doce categorías profesionales. La media de todos los trabajadores se calcula con los datos de las doce categorías127.
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(Por categoría profesional)
| NIVELES | TASAS DE CRECIMIENTO ANUAL | |||||||||
| 1963 | 1973 | 1976 | 1977 | 1983 | 1988 | 63-73 | 74-76 | 77-83 | 84-88 | |
| Ganancias reales (en miles) | 127 | 197 | 215 | 206 | 257 | 264 | 0,044 | 0,026 | 0,037 | 0,018 |
| Titulado Superior | 49 | 82 | 97 | 113 | 122 | 125 | 0,051 | 0,068 | 0,013 | 0,011 |
| Oficial Administrativo | 42 | 73 | 92 | 118 | 130 | 141 | 0,055 | 0,090 | 0,016 | 0,030 |
| Maestros | 28 | 53 | 64 | 66 | 74 | 71 | 0,064 | 0,097 | 0,019 | 0,000 |
| Media de todos | 35 | 66 | 86 | 94 | 112 | 117 | 0,063 | 0,096 | 0,023 | 0,002 |
| 1963 | 1973 | 1976 | 1977 | 1983 | 1988 | |||||
| Diferencial de ganancias | ||||||||||
| Titulado Superior y peones | 1,48 | 1,33 | 1,21 | 1,14 | 1,24 | 1,32 | ||||
| Titulado Superior y Maestros | 1,06 | 0,96 | 0,85 | 0,55 | 0,68 | 0,63 | ||||
| Maestros y Peones | 0,43 | 0,41 | 0,36 | 0,58 | 0,56 | 0,69 | ||||
| Ratio de ganancias | ||||||||||
| Titulado Superior y Maestros | 3,07 | 2,74 | 2,33 | 1,74 | 1,97 | 1,87 | ||||
| Titulado Superior y peones | 4,51 | 4,19 | 3,35 | 3,11 | 3,46 | 3,73 | ||||
| Titulado Superior y peón agrícola | 5,53128 | 6,29 | 5,24 | 4,92 | 5,86 | 7,31 | ||||
| Maestros y Peones | 1,49 | 1,53 | 1,44 | 1,79 | 1,76 | 1,99 | ||||
| Peones y peón agrícola | 1,22129 | 1,53 | 1,56 | 1,58 | 1,69 | 1,97 | ||||
Nota: Otras categorías, incluidas en todos pero que no se muestran separadamente son: titulado medio, jefe administrativo, técnico no titulado, auxiliar administrativo, subalterno, y oficiales de 1.º, 2.º, 3.º y especialistas. Ciertos cambios de definición en 1977 afectan a maestros y Oficiales de 1.º y 2.º categoría.
Fuente: Encuesta de Salarios. Salarios agrícolas del Anuario Estadístico de España.
El Cuadro 1 confirma que los diferenciales salariales cayeron sustancialmente durante los años sesenta y setenta. La brecha entre las ganancias de los licenciados (Titulados Superiores) y los trabajadores manuales sin cualificación (Peones) pasó de 1,48 puntos logarítmicos en 1963 (equivalentes al ratio de 4,5) a 1,21 puntos logarítmicos en 1976 (equivalentes al ratio de 3,35). De modo similar, la brecha entre Titulados Superiores y trabajadores manuales cualificados (Maestros) pasó de 1,06 puntos logarítmicos en 1963 a 0,85 en 1976. Por otra parte, el diferencial de ganancias entre trabajadores manuales cualificados y no cualificados cayó ligeramente entre 1963 y 1976, de 0,43 a 0,36.
—191→La mayor parte del estrechamiento de los diferenciales salariales parece haber ocurrido entre 1974 y 1977, coincidiendo con la caída del régimen de Franco. Durante este período, el crecimiento de los salarios reales de los trabajadores manuales superó ampliamente el crecimiento salarial de los administrativos y titulados universitarios. Con toda probabilidad, esto refleja el clima político imperante, que exigía una distribución más equitativa de la renta. Como se discute en la Sección 2, estas demandas se institucionalizaron mediante los Pactos de la Moncloa de 1977, que establecieron que los incrementos salariales se distribuyeran por igual en términos nominales entre todos los trabajadores. Sin embargo, la presión para que se incrementaran los salarios de los peor retribuidos estaba muy extendida bastante antes de que se firmaran los Pactos.
El crecimiento de los salarios reales se redujo para todos los trabajadores después de 1977 y prácticamente se detuvo después de 1983. La reducción fue especialmente pronunciada para los trabajadores manuales sin cualificación. Sus salarios reales, que crecieron en media un 9,7% anual durante el período 1974-76, crecieron menos de un 2% anual entre 1977 y 1983 y se estancaron entre 1983 y 1988. Por contra, los salarios de los titulados universitarios crecieron más deprisa entre 1977 y 1983 que en el período 1974-77. Además, siguieron creciendo después de 1983. Los salarios reales de los trabajadores manuales cualificados también crecieron de modo significativo durante el período 1983-88.
La tendencia a la reducción de los diferenciales salariales revertió a finales de la década de los setenta. Entre 1978 y 1988, de hecho, los diferenciales salariales se incrementaron significativamente. La brecha salarial entre los titulados universitarios y los trabajadores manuales sin cualificar pasó de 1,14 puntos logarítmicos en 1977 a 1,32 puntos logarítmicos en 1988. La brecha salarial entre trabajadores manuales cualificados y no cualificados también se incrementó, de 0,58 puntos en 1977 a 0,69 en 1988. Dado que la Encuesta de Salarios excluye el sector agrícola y que los trabajadores de este sector ganan habitualmente menos que sus equivalentes del resto de la economía, este análisis tenderá a infravalorar la desigualdad de salarios130. Para corregir este defecto, el Cuadro 1 también presenta cierta información sobre el diferencial entre los salarios urbanos y rurales partiendo de los datos de salarios agrícolas publicados por el Ministerio de Agricultura. Estos datos muestran que la posición relativa de los trabajadores rurales sin cualificar se ha deteriorado significativamente a lo largo de todo el período. El ratio entre —192→ los salarios urbanos de los no cualificados y los rurales de los no cualificados creció del 1,22 de 1964 al 1,97 de 1988. El ratio correspondiente respecto a los titulados universitarios cayó de 5,53 en 1964 a 4,92 en 1977, incrementándose posteriormente a 7,31 en 1988.
El Cuadro 2 ofrece algunas medidas adicionales de dispersión salarial. Estos datos muestran que la dispersión salarial dentro de cada categoría profesional creció entre 1963 y 1973, reflejando la flexibilidad de la estructura salarial española de aquellos años. Este incremento compensa de modo parcial la reducción de la dispersión salarial causada por la reducción de las diferencias de cualificación. Por el contrario, entre 1973 y 1977 los cambios en la desigualdad intragrupos y entre grupos se reforzaron mutuamente. El resultado fue una brusca reducción de la desigualdad salarial total. Después de 1977 la pauta es menos clara. Las diferencias entre los grupos de cualificación se incrementaron durante el período 1977-88, mientras que las diferencias dentro de dichos grupos crecieron hasta 1983, pero luego decrecieron suavemente131.
Utilizando la información ofrecida por la Encuesta de Salarios, se puede generar una distribución global de la renta laboral. El procedimiento utilizado fue desarrollado por Robinson (1976) y aplicado, entre otros, por Londoño (1990). Se le describe con más detalle en el Apéndice 2. Este procedimiento agrega numéricamente varias distribuciones de renta intragrupos que se suponen lognormales. En este caso, considero cada categoría profesional como un grupo separado, y supongo: (1) que en cada clasificación sector-profesión no existe dispersión de salarios; y (2) que en cada categoría profesional la distribución de la renta se puede considerar como una distribución lognormal biparamétrica132. Para cada categoría profesional i, introduzco los salarios mensuales medios (wi) y la desviación típica del logaritmo de los salarios mensuales medios de las clasificaciones sector-profesión (si). Luego supongo que la distribución de la renta de ese grupo se puede describir por una función de distribución lognormal L(w | mi, si), donde mi es la media de
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| 1963 | 1973 | 1977 | 1983 | 1988 | |
| Dispersión salarial dentro de los grupos de cualificación133 | |||||
| Desviación típica | |||||
| Todos los trabajadores | 220 | 269 | 217 | 260 | 246 |
| Titulados Superiores | 232 | 220 | 173 | 174 | 165 |
| Maestros | 252 | 282 | 179 | 183 | 154 |
| Peones | 188 | 285 | 153 | 153 | 181 |
| Dispersión salarial entre los grupos de cualificación134 | |||||
| Desviaciones típicas | |||||
| Todos los trabajadores | 472 | 421 | 317 | 336 | 360 |
| Textiles | 428 | 393 | 330 | 339 | 392 |
| Alimentación | 439 | 428 | 286 | 307 | 335 |
| Metal y Maquinaria | 508 | 440 | 299 | 325 | 367 |
| Construcción | 529 | 456 | 298 | 327 | 352 |
| Banca y Finanzas | 392 | 321 | 363 | 306 | 286 |
| Dispersión salarial intra y entre grupos135 | |||||
| Desviación típica | 484 | 459 | 350 | 374 | 365 |
| Diferencias por percentiles (puntos logarítmicos) | |||||
| 99 a 1 | 1,81 | 1,80 | 1,45 | 1,59 | 1,53 |
| 90 a 10 | 1,30 | 1,15 | 96 | 94 | 93 |
| 90 a 50 | 91 | 69 | 48 | 48 | 46 |
| 50 a 10 | 38 | 46 | 48 | 46 | 46 |
Fuente: Encuesta de Salarios.
—194→| Año | Gini | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | 8 | 9 | 10 |
| Participación en la masa salarial real mensual por cuantiles del 10% | |||||||||||
| 1964 | 0,206 | 5,57 | 6,59 | 7,27 | 7,90 | 8,56 | 9,32 | 10,26 | 11,56 | 13,52 | 19,46 |
| 1973 | 0,185 | 5,62 | 6,85 | 7,61 | 8,29 | 8,95 | 9,66 | 10,47 | 11,49 | 12,97 | 18,08 |
| 1977 | 0,172 | 5,98 | 6,99 | 7,69 | 8,35 | 9,03 | 9,74 | 10,55 | 11,54 | 12,99 | 17,13 |
| 1988 | 0,187 | 5,69 | 6,85 | 7,59 | 8,24 | 8,88 | 9,55 | 10,32 | 11,33 | 13,00 | 18,54 |
log(wi). La renta de cada grupo se pondera por su participación en el empleo total no agrícola. Después se genera numéricamente la distribución global. Como se utilizan datos de la Encuesta de Salarios, la distribución que se logra excluye la renta laboral generada en el sector agrícola, así como la renta no laboral. Sin embargo, ofrece una descripción bastante buena de la desigualdad de la renta de la población asalariada urbana.
Este procedimiento se utilizó para los años 1964, 1973, 1977 y 1988. Los resultados de la simulación se muestran en el Cuadro 3. Este ejercicio demuestra que la desigualdad salarial declinó sustancialmente entre 1964 y 1977. El coeficiente de Gini bajó de 0,206 a 0,172. La participación en la renta del primer 20% de los trabajadores se redujo del 33% al 30%, mientras que la correspondiente al último 20% aumentó del 12% al 13%. Como sugieren los Cuadros 2 y 3, la desigualdad salarial creció posteriormente. El coeficiente de Gini pasó de 0,172 en 1977 a 0,187 en 1988. El 20% de trabajadores mejor pagados aumentaron su participación en la renta de forma moderada, hasta el 31,5%. Por otra parte, la participación en la renta del grupo más bajo se mantuvo constante.
En el Cuadro 4, intento descomponer los cambios registrados en la desigualdad salarial en las variaciones que se dan dentro de cada grupo de cualificación y las que se dan entre tales grupos. Para cada par de años simulo la que sería la distribución de la renta laboral si: (a) se mantuviesen constantes las participaciones en el empleo y las dispersiones salariales intragrupos en los valores del año inicial; (b) se mantuviesen constantes las participaciones del empleo y la dispersión de los salarios entre grupos en los valores del año inicial; y (c) se mantuviesen constantes la varianza intragrupo y los diferenciales entre grupos en los valores del año inicial. Estas simulaciones demuestran que la fuerza conductora del decrecimiento de la desigualdad global entre 1964 y 1973 es principalmente la reducción de las diferencias entre grupos de cualificación. La fila (a), que mantiene constantes
—195→| Año | Gini | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | 8 | 9 | 10 |
| 1964 a 1973 | |||||||||||
| 1964 | 0,206 | 5,57 | 6,59 | 7,27 | 7,90 | 8,56 | 9,32 | 10,26 | 11,56 | 13,52 | 19,46 |
| 1973 | |||||||||||
| (a) | 0,162 | 6,19 | 7,24 | 7,89 | 8,46 | 9,04 | 9,67 | 10,40 | 11,35 | 12,74 | 17,02 |
| (b) | 0,215 | 5,13 | 6,37 | 7,19 | 7,94 | 8,68 | 9,47 | 10,41 | 11,63 | 13,52 | 19,66 |
| (c) | 0,222 | 5,30 | 6,33 | 7,02 | 7,69 | 8,40 | 9,24 | 10,31 | 11,70 | 13,65 | 20,35 |
| Real | 0,185 | 5,62 | 6,85 | 7,61 | 8,29 | 8,95 | 9,66 | 10,47 | 11,49 | 12,97 | 18,08 |
| 1973 a 1977 | |||||||||||
| 1973 | 0,185 | 5,62 | 6,85 | 7,61 | 8,29 | 8,95 | 9,66 | 10,47 | 11,49 | 12,97 | 18,08 |
| 1977 | |||||||||||
| (a) | 0,179 | 5,33 | 6,72 | 7,67 | 8,50 | 9,26 | 10,02 | 10,83 | 11,77 | 13,07 | 16,82 |
| (b) | 0,170 | 6,34 | 7,24 | 7,97 | 8,30 | 8,82 | 9,41 | 10,15 | 11,15 | 12,68 | 18,12 |
| (c) | 0,181 | 5,79 | 6,97 | 7,69 | 8,31 | 8,94 | 9,60 | 10,37 | 11,33 | 12,78 | 18,23 |
| Real | 0,172 | 5,98 | 6,99 | 7,69 | 8,35 | 9,03 | 9,74 | 10,55 | 11,54 | 12,99 | 17,13 |
| 1977 a 1988 | |||||||||||
| 1977 | 0,172 | 5,98 | 6,99 | 7,69 | 8,35 | 9,03 | 9,74 | 10,55 | 11,54 | 12,99 | 17,13 |
| 1988 | |||||||||||
| (a) | 0,176 | 5,97 | 6,96 | 7,64 | 8,29 | 8,96 | 9,67 | 10,47 | 11,47 | 12,96 | 17,61 |
| (b) | 0,170 | 5,87 | 6,99 | 7,74 | 8,42 | 9,10 | 9,81 | 10,61 | 11,58 | 12,99 | 16,88 |
| (c) | 0,180 | 5,78 | 6,91 | 7,65 | 8,31 | 8,96 | 9,64 | 10,42 | 11,44 | 13,09 | 17,81 |
| Real | 0,187 | 5,69 | 6,85 | 7,59 | 8,24 | 8,88 | 9,55 | 10,32 | 11,33 | 13,00 | 18,54 |
(a) Manteniendo constantes en sus valores del año inicial los pesos de cada grupo en la población y las variaciones dentro de los grupos de cualificación.
(b) Manteniendo constantes en sus valores del año inicial los pesos de cada grupo en la población y la dispersión entre los grupos de cualificación.
(c) Manteniendo constantes en sus valores del año inicial la varianza dentro de los grupos de cualificación y los diferenciales entre los grupos de cualificación.
las participaciones en el empleo y la varianza entre grupos en los valores del año inicial, aísla el efecto de los cambios en los diferenciales entre grupos. Esta columna presenta una gran disminución de la desigualdad salarial. Como contraste, tanto la fila (b) como la (c) muestran incrementos en la desigualdad salarial global. Los aumentos de la dispersión salarial intragrupos y un pequeño cambio en el empleo hacia categorías mejor pagadas provocan —196→ que durante este período tienda a agravarse la desigualdad. Sin embargo, su impacto es más que compensado por la reducción de la dispersión salarial entre grupos.
El cambio de la desigualdad entre 1973 y 1977 surge principalmente por la caída de la desigualdad entre grupos, aunque este efecto parece reforzado por la reducción adicional de los diferenciales entre grupos. La fila (b) de este segundo panel muestra que manteniendo constantes las participaciones en el empleo y la dispersión entre grupos, pero permitiendo los cambios de la variación intragrupo, resulta una mayor mejora de la desigualdad. La fila (a) indica que una reducción similar aunque más pequeña de la desigualdad proviene de cambios en los diferenciales entre grupos. El efecto combinado de la variación intragrupo y los diferenciales entre grupos decrecientes no se expone en el Cuadro 4, pero las simulaciones dan como resultado un coeficiente de Gini de 0,169. Por tanto ambos factores están contribuyendo a la importante reducción de desigualdad global que realmente ocurrió.
Entre 1977 y 1988 la desigualdad aumentó. Las principales fuerzas que hay detrás de este hecho parecen ser los cambios en la desigualdad entre grupos y de las participaciones en el empleo. La fila (a) muestra que la desigualdad hubiera aumentado tan sólo por los cambios de los diferenciales entre grupos. La fila (c) presenta un efecto similar por las modificaciones de las participaciones en el empleo. El efecto combinado de estos dos factores hubiera resultado en la elevación del coeficiente de Gini hasta 0,191, pero este efecto se diluye parcialmente por la reducción de la dispersión intragrupo.
Una de las limitaciones de este análisis es que excluye al sector agrícola, y por tanto tiende a subestimar la desigualdad. Quizá más importante es que hasta el momento se ignora a los parados. Dado el fuerte crecimiento del desempleo en España durante la última década, parece importante incluir esta fracción de la población activa en la simulación de la distribución global de la renta laboral. De otro modo, se recibe una imagen distorsionada de la evolución de la desigualdad de rentas. Es posible combinar información de la Encuesta de Salarios con los datos salariales del sector agrícola, y con información sobre las prestaciones por desempleo y generar una distribución de la renta más completa utilizando un procedimiento idéntico al descrito más arriba. Para el sector agrícola, se utilizan los datos de salarios medios de los trabajadores agrícolas que proporciona el Ministerio de Agricultura. Como medida de dispersión, se utiliza la desviación típica de los salarios de diferentes trabajadores rurales (capataces, peones, tractoristas, pastores, etc.). Todos los salarios agrícolas se expresan como retribución diaria. Para hacer la conversión a ingresos mensuales se emplea la información —197→ sobre la media de horas trabajadas mensualmente. Se supone que todos los trabajadores realizan el mismo número de horas al mes. Es probable que esto devalúe la verdadera dispersión salarial del sector.
He dividido a los parados entre los que reciben prestaciones y los que no. En lo que sigue, se utilizan los datos de la prestación media recibida por el trabajador medio. Como medida de dispersión de las prestaciones, se utiliza la desviación típica de las prestaciones de diferentes tipos de tra bajadores (por grupos de edad, sexo y sector de actividad). Todos estos datos y la información sobre la porción de parados que reciben prestaciones en cada momento se calculan a partir de los datos del informe anual sobre la situación del mercado de trabajo que publica el Ministerio de Trabajo y Seguridad Social. A los parados que no reciben prestaciones se les imputa una renta igual al 20% del salario mínimo. Se supone que esto representa el valor monetario de la asistencia sanitaria que reciben del Estado por tiempo indefinido. Alterar esta cantidad entre el 10% y el 50% del salario mínimo no parece tener un efecto significativo en los resultados.
Los resultados de este conjunto de simulaciones se muestran en el Cuadro 5. Sin que deba sorprendernos, la incorporación del sector agrícola y del paro en el análisis incrementa sustancialmente el coeficiente de Gini todos los años. El cambio es especialmente pronunciado en 1977 y 1988, a medida que el desempleo gana importancia. La brusca elevación del paro entre 1977 y 1988, combinada con el crecimiento de los diferenciales por cualificación y una brecha salarial rural-urbana creciente, hacen especialmente pronunciado el salto de la desigualdad durante la última década. Por supuesto se trata de una mera simulación, de modo que la magnitud real de estos cambios todavía no se conoce. Este análisis puede que, de hecho, tienda a sobreestimar el cambio de la desigualdad, porque ignora la renta de los autónomos agrícolas y las rentas irregulares de los parados (en la economía sumergida)136. Es de resaltar que el ejercicio se centra en la desigualdad de salarios entre individuos. Las pautas de las rentas familiares podrían ser bastante distintas. Podría haber otros elementos de la renta familiar, transferencias por ejemplo, que compensaran el incremento de la desigualdad salarial. También podría ocurrir que los desempleados estuvieran protegidos por sus familias, de modo que se mitigara el efecto del paro sobre la distribución de la renta. No obstante, este ejercicio indica una fuerte elevación de la desigualdad global de las rentas del trabajo durante la última década.
—198→(Incluyendo a los trabajadores agrícolas y los parados)
| Año | Gini | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | 8 | 9 | 10 |
| Participación en la masa salarial real mensual por cuantiles del 10% | |||||||||||
| 1964 | 0,294 | 3,82 | 5,58 | 6,73 | 7,98 | 9,08 | 10,10 | 11,19 | 12,44 | 14,17 | 18,90 |
| 1973 | 0,232 | 4,19 | 5,96 | 6,91 | 7,87 | 8,84 | 9,82 | 10,88 | 12,15 | 13,94 | 19,44 |
| 1977 | 0,237 | 3,94 | 5,56 | 6,60 | 8,06 | 9,10 | 10,11 | 11,18 | 12,43 | 14,15 | 18,87 |
| 1988 | 0,353 | 0,52 | 3,84 | 4,49 | 7,03 | 9,30 | 10,63 | 11,92 | 13,42 | 15,67 | 23,18 |
| 1988 | 0,357 | 0,50 | 2,52 | 4,44 | 7,85 | 9,68 | 10,95 | 12,18 | 13,59 | 15,67 | 22,64 |
Fuente: Se simula utilizando los datos de la Encuesta de Salarios, el Ministerio de Agricultura, y el Ministerio de Trabajo y Seguridad Social. El procedimiento se describe en el texto.
Sin duda, el fuerte aumento del paro constituye el rasgo más característico del mercado de trabajo español de los años ochenta.
Partiendo del 5% de la población activa en 1977, el paro se incrementó hasta el 10% en 1979, alcanzó su máximo del 21,5% en 1985 y disminuyó lentamente hasta el 18,5% de 1988. La discusión precedente ha subrayado que la consideración del desempleo en el análisis de la desigualdad salarial puede afectar significativamente a los resultados. Comprender el impacto del paro en la distribución de la renta parece entonces ser crucial para el estudio de la cambiante desigualdad en España durante el período reciente. Esta sección pretende indicar en primer lugar quiénes son los parados.
El Cuadro 6 divide la población total, la población activa, los ocupados y los parados por grupos de educación y edad en los años 1969, 1979 y 1988. Los datos se obtienen de la Encuesta de Población Activa (EPA). Los individuos se clasifican en grupos de educación según el nivel más alto de estudios terminados. Se distingue entre tres amplios grupos de educación: (1) Sin estudios y Primarios, que corresponde a individuos sin escolarización formal o sólo con educación elemental; (2) Medios, que incluye a aquellos que han completado el bachillerato, la formación profesional o carreras universitarias de tres años; (3) Superiores, que incluye a los titulados universitarios de carreras de cinco o más años137.
—199→
El cuadro muestra, en primer lugar, que España ha experimentado un proceso de rápida acumulación de capital humano. La mayoría de las ganancias se dan en términos de individuos que adquieren niveles medios de educación, especialmente de bachillerato. El cambio es, como era de esperar, muy notorio entre las generaciones más jóvenes. No obstante, el peso de «Sin estudios y Primarios» sigue siendo muy alto, un 63% en 1988. La participación de los titulados superiores es pequeña, un 3%. Incluso en las generaciones más jóvenes el peso de los titulados superiores es menor del 6%. Además, la tasa de crecimiento de la oferta de titulados superiores ha permanecido aproximadamente constante durante las dos últimas décadas.
La mayor parte del paro de los jóvenes entre 20 y 29 años se concentra en individuos con estudios medios. Los universitarios, sin embargo, pesan más entre los parados que entre la población total de estas edades. El patrón para las cohortes más viejas es bastante distinto: el desempleo recae en mayor medida sobre aquellos con poca o ninguna formación. Esto sugiere que el desempleo que experimentan los más jóvenes y los más viejos es probablemente muy diferente.
El grueso del paro total de 1988 estaba formado por los jóvenes entre 16 y 29 años, que representaban el 63,6%138. Las tasas de paro de los trabajadores jóvenes son muy altas: las cifras de la EPA de 1988 señalan que casi el 43% de los jóvenes entre 16 y 20 años clasificados como población activa son parados, mientras que para aquellos con edades entre los 20 y 29 años la tasa correspondiente es del 30%. Lo más llamativo son las altísimas tasas de paro de los universitarios de la cohorte de entre 20 y 29 años, un 34% en 1988. Esto es bastante distinto de lo que se observa en otros países como los Estados Unidos o el Reino Unido, donde las tasa de paro de los jóvenes son significativamente mayores para los trabajadores con menor nivel de estudios.
En España, sin embargo, las tasa de paro siempre han sido más altas para los titulados universitarios que para los jóvenes con menor educación. Muy probablemente, esto refleja que sus salarios de reserva son mayores. Cuando se siguen las cohortes entre 1979 y 1988, se hace evidente que los jóvenes universitarios acaban teniéndolo mejor que sus coetáneos menos educados. Tómese la cohorte de entre 20 y 29 años en 1979 y compárese su tasa de paro en 1979 con la de la cohorte de entre 30 y 44 años en 1988: la tasa se reduce a una tercera parte de su valor de 1979; para los jóvenes con estudios medios, la tasa pasa a ser algo más de la mitad de lo que era en 1979; como contrapunto, la tasa de paro de los trabajadores con menor nivel de estudios de esa misma cohorte se incrementa entre 1979 y 1988139. En —201→ consecuencia, parece que el problema de los titulados universitarios es conseguir su primer empleo, mientras que para los de menor educación, el paro parece ser en mucha mayor medida un problema de largo plazo. Las cifras de la EPA de 1988 indican que aproximadamente el 60% de los parados entre 16 y 29 años han estado buscando empleo durante un año y alrededor del 41% de ellos han buscado durante más de dos.
En resumen, los parados en España son principalmente trabajadores jóvenes con estudios medios. Una alta proporción de ellos han estado en paro durante un año y muchos están en busca de su primer empleo. Cerca del 60% de los parados viven en casa de sus padres. Sólo el 21% son cabezas de familia. Todos estos hechos sugieren que la dureza económica impuesta por la elevada tasa de paro no es tan severa como se podría esperar. Esto también sugiere que su impacto en la distribución de la renta será probablemente menor que lo que se hubiera podido pensar.
Hasta aquí se ha documentado un fuerte descenso de la desigualdad salarial durante los años sesenta y setenta, seguido de un aumento de la desigualdad en los ochenta. La elevación de la desigualdad ha estado acompañada de un gran aumento del paro, la mayoría del cual, sin embargo, ha recaído sobre los trabajadores secundarios jóvenes. El ejercicio de simulación del apartado 3.2. sugiere que la combinación del aumento de las diferencias salariales y el incremento del paro deberían haber implicado un fuerte incremento de la desigualdad global de la renta durante la última década. ¿Es posible confirmar esto directamente con los datos sobre el consumo y la renta de las familias?
La mejor fuente de datos para el estudio de la desigualdad en España es indudablemente la Encuesta de Presupuestos Familiares (EPF), que se ha realizado periódicamente para determinar las ponderaciones que deben utilizarse al calcular el Índice de Precios al Consumo140. Esta encuesta se realizó en 1958, 1964/65, 1973/74 y, la más reciente, 1980/81. También utilizo una
—202→| Año | Gini | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | 8 | 9 | 10 |
| Participación de la renta familiar total anual por decilas de hogares | |||||||||||
| 1964/65 | 0,393 | 2,20 | 3,80 | 4,70 | 5,80 | 7,00 | 8,40 | 10,10 | 12,50 | 16,20 | 19,30 |
| 1973/74 | 0,355 | 2,05 | 3,89 | 5,25 | 6,51 | 7,76 | 9,06 | 10,56 | 12,51 | 15,64 | 26,75 |
| 1980/81 | 0,355 | 2,48 | 4,07 | 5,42 | 6,69 | 7,94 | 9,24 | 10,69 | 12,57 | 15,53 | 25,37 |
| b) Porcentaje del consumo familiar total anual por decilas de hogares | |||||||||||
| 1980/81 | 0,263 | 3,26 | 5,01 | 6,41 | 7,72 | 8,85 | 10,12 | 11,15 | 12,50 | 14,71 | 20,28 |
| 1985 | 0,255 | 3,95 | 5,21 | 6,40 | 7,65 | 8,62 | 9,84 | 11,19 | 12,19 | 14,00 | 20,96% |
Fuente: Encuestas de Presupuestos Familiares.
encuesta relacionada con la anterior, la Encuesta Continua de Presupuestos Familiares, para 1985. Desafortunadamente, no se dispone públicamente de las respuestas individuales de los hogares para todo el conjunto de encuestas, de modo que hay que basarse exclusivamente en los datos publicados. A pesar de esta limitación, las encuestas proporcionan información rica respecto al consumo y la renta de los hogares. Las encuestas y la calidad de los datos publicados se discuten ampliamente en el Apéndice 1.
El Cuadro 7 registra las participaciones en la renta total de las familias y en el gasto total de las familias por decilas de renta familiar para 1964/65, 1973/74, 1980/81 y 1985. Estas participaciones se calculan utilizando los datos sobre la renta (o el gasto) familiar media por decilas de renta familiar de las correspondientes EPF. Lamentablemente, es imposible conseguir datos sobre la renta familiar media por decilas para 1985. La comparación entre 1980/81 y 1985 debe basarse por tanto en el gasto total de las familias por decilas de renta familiar141. Los Gráficos 4 y 5 representan las correspondientes curvas de Lorenz.
El Cuadro 7 muestra que la distribución de la renta familiar mejoró notablemente entre 1964/65 y 1973/74. La porción de renta que recibe el 20% de hogares de mayor renta bajó del 46% de 1964/65 al 42% de 1973/74, mientras que la parte correspondiente al 20% más pobre se mantuvo constante.
—203→
La porción recibida por las decilas centrales se incrementó de forma considerable. Esto se refleja en los valores calculados del coeficiente de Gini, que caen del 0,393 de 1964/65 al 0,355 de 1973/74142. La distribución de la renta familiar siguió mejorando entre 1973/74 y 1980/81. La participación en la renta del 20% más rico cayó ligeramente hasta el 41% y la participación del 20% más pobre creció hasta el 6,6%. El correspondiente coeficiente de Gini bajó hasta el 0,335. Sorprendentemente, la desigualdad se continuó reduciendo entre 1980/81 y 1985, aunque a un ritmo mucho más lento. La porción del consumo total de las familias que absorbieron las dos primeras decilas de hogares se mantuvo en esencia constante, pero el 20% inferior mejoró su participación desde el 8,3% hasta el 9,2%. Merece la pena reseñar, sin embargo, que la porción correspondiente a la primera decila se incrementó ligeramente.
Es difícil entender por qué la distribución del consumo de las familias no se deterioró entre 1980/81 y 1985, dado que la desigualdad salarial se incrementó notoriamente durante el período, al igual que el desempleo. Parte del problema puede achacarse a que la comparación 1980/81-1985 se basa en las cifras de gasto de las familias más que en las de renta familiar. Puede ser que la distribución del gasto no refleje plenamente los cambios subyacentes en la distribución de la renta. No obstante, si las variaciones de la renta se consideran permanentes y son suficientemente grandes, se esperaría que se reflejaran en el gasto familiar. Es sorprendente, por tanto, descubrir que no existe incremento alguno de la desigualdad en el gasto. Una explicación razonable de este aparente rompecabezas es que haya cambiado la composición de las familias. Es común afirmar en España que el parado se ha adaptado al desempleo de larga duración quedándose a vivir en casa de sus padres. Si esto es verdad, la mayor parte del impacto del desempleo sobre la distribución de la renta se habría perdido al examinar la distribución del consumo o la renta de cada unidad familiar. Si se pudiera calcular la distribución de la renta per cápita, podría obtenerse sin dificultad un empeoramiento significativo. Desafortunadamente, es imposible calcular la distribución correspondiente a 1985 con los datos publicados. Por tanto, este punto seguirá siendo puramente especulativo. Se puede, sin embargo, contrastar la hipótesis de que la estructura familiar se ha alterado en respuesta al paro creciente, incluso aunque no podamos vincular directamente esto con la distribución de la renta. Volveré sobre este punto en la Sección 4.
La EPF, además de ser útil para examinar la distribución del consumo y la renta familiar, permite el estudio de los cambios de estas variables en diferentes
—205→| VARIACIÓN 73-80 | VARIACIÓN 80-85 | ||||||
| CPF | RPF | RPP | CPF | RPF | RPP | ||
| Todas las familias | 0,062 | 0,117 | 0,125 | -0,010 | -0,031 | -0,014 | |
| Según la educación del preceptor principal de renta: | |||||||
| Analfabeto | 0,121 | 0,193 | 0,156 | -0,062 | -0,037 | -0,060 | |
| Sin estudios | 0,090 | 0,083 | 0,074 | -0,040 | -0,022 | -0,058 | |
| Primarios | 0,065 | 0,112 | 0,125 | -0,041 | -0,064 | -0,068 | |
| Bachiller Elemental | -0,078 | 0,016 | 0,044 | -0,023 | -0,010 | -0,027 | |
| Bachiller Superior | -0,048 | 0,061 | 0,106 | -0,006 | -0,079 | -0,098 | |
| Anterior a Superiores | 0,009 | 0,063 | 0,035 | -0,044 | -0,054 | -0,021 | |
| Superiores | -0,148 | -0,051 | 0,019 | -0,008 | -0,070 | -0,004 | |
| Según la edad del preceptor principal de renta: | |||||||
| 24 o menos | - | - | - | -0,150 | -0,160 | -0,027 | |
| 25 a 34 | - | - | - | -0,041 | -0,065 | -0,010 | |
| 35 a 44 | - | - | - | -0,010 | -0,002 | -0,017 | |
| 45 a 54 | - | - | - | -0,026 | -0,052 | -0,042 | |
| 55 a 64 | - | - | - | -0,006 | -0,047 | -0,007 | |
| 54 o más | - | - | - | -0,091 | -0,073 | -0,061 | |
| Según tamaño de la familia: | |||||||
| 1 miembro | - | 0,169 | 0,169 | -0,186 | 0,139 | 0,139 | |
| 2 miembros | - | 0,195 | 0,195 | -0,008 | -0,013 | -0,013 | |
| 3 miembros | - | 0,164 | 0,164 | -0,029 | -0,076 | -0,076 | |
| 4 miembros | - | 0,115 | 0,115 | -0,003 | -0,013 | -0,013 | |
| 5 miembros | - | 0,081 | 0,082 | -0,015 | -0,026 | -0,026 | |
| 6 miembros o más | - | 0,042 | 0,044 | -0,071 | -0,097 | -0,097 | |
Fuente: Encuestas de Presupuestos Familiares.
tipos de familias. En particular, se puede intentar comparar las tendencias reveladas por la EPF con las sugeridas por la Encuesta de Salarios. Aunque la última clasifique a los individuos por su categoría profesional, y la primera por su nivel educativo, es posible compararlos de una forma aproximada. El Cuadro 8 representa los cambios registrados -entre encuestas en el logaritmo del consumo y el ingreso familiar anual medio, según la edad y educación del perceptor principal de renta, y según el tamaño familiar.
—206→El cuadro demuestra que el ingreso total de las familias encabezadas por titulados universitarios cayó de forma importante entre 1980 y 1985, un hecho que aparentemente contradice las tendencias descubiertas en la Encuesta de Salarios. La renta per cápita en este tipo de familias, sin embargo, cayó en proporción significativamente menor. En realidad, en términos de renta per cápita, la posición de estas unidades familiares mejoró claramente en relación a las familias encabezadas por individuos de un menor nivel educativo (con la excepción de aquellas familias cuyo perceptor principal de renta ca rece de estudios, cuya posición relativa parece haber mejorado mucho). Para aquellas unidades familiares encabezadas por individuos con educación primaria o secundaria, la renta per cápita se redujo notoriamente, y en mayor cuantía que la renta familiar total. Sería interesante saber si en estas familias predominan los hijos con educación secundaria, y si la caída de su renta per cápita está relacionada con las altas tasas de desempleo que afectan a estos jóvenes. Desafortunadamente, con la información disponible no se puede confirmar esta relación.
El Cuadro 8 sugiere que la situación de la tercera edad mejoró entre 1980 y 1985. Por el contrario, para las familias encabezadas por jóvenes el consumo y la renta cayeron drásticamente, reflejando quizá las tasas de paro mucho mayores que les afectan. Esta caída fue más pequeña en términos per cápita, probablemente a causa de los cambios en el tamaño familiar y, en particular, en las tasas de fecundidad. La renta de los hogares de un solo miembro creció continuamente durante el período. La renta de las familias más numerosas aumentó en la década de los setenta, pero ha caído desde entonces.
En conjunto, el cuadro sugiere que ciertos grupos de familias están indudablemente peor que en 1981, tanto en términos absolutos como en comparación con otras familias. Sin embargo, como se vio en el Cuadro 7, la distribución agregada del consumo familiar no ofrece ningún indicio de que la desigualdad haya aumentado. En parte, podría deberse a que el consumo varía menos que la renta -lo cual parece confirmarse en el Cuadro 8-. Pero en gran medida, este aspecto sigue siendo confuso.
Según los datos de la Encuesta de Salarios presentados en la sección 3.1, la desigualdad salarial entre individuos creció significativamente en el período 1977-88. El paro también aumentó fuertemente hasta el 21,5% de 1985. Los ejercicios de simulación de la sección 3.1 sugieren que el resultado
—207→| 1973/74 | 1980/81 | 1985 | ||||
| TIPO DE RENTA (pesetas 1985) | NIVELES (millones) | % | NIVEL (millones) | % | NIVEL (millones) | % |
| Renta Total | 10.369.605 | 100,0 | 12.775.949 | 100,0 | 12.931.493 | 100,0 |
| Renta Monetaria | 10.369.605143 | 100,0 | 11.015.366 | 86,2 | 10.901.769 | 8,3 |
| Salarios | 6.148.867 | 59,3 | 7.161.101 | 56,1 | 6.476.804 | 50,1 |
| Auto-empleo | 2.326.600 | 22,4 | 176.797 | 13,8 | 1.564.252 | 12,1 |
| Rentas de la tierra y el capital | 887.892 | 8,6 | 185.209 | 1,5 | 208.554 | 1,6 |
| Transferencias | 932.005 | 9,0 | 1.883.102 | 14,4 | 2.527.538 | 19,6 |
| Otras | 74.231 | 0,7 | 73.158 | 0,6 | 124.620 | 1,0 |
| Renta no monetaria | - | - | 1.760.582 | 13,8 | 2.029.724 | 15,7 |
| Rentas de la tierra y el capital | - | - | 1.355.491 | 10,6 | 1.687.967 | 13,1 |
| Otras | - | - | 405.083 | 3,2 | 342.657 | 2,6 |
Fuentes: Encuestas de Presupuestos Familiares.
natural de estos hechos sería un incremento importante en la desigualdad global. Sin embargo, los datos sobre el consumo de las familias revelan que la distribución no ha empeorado. Esta sección se dedica a explicar esta aparente paradoja.
Una explicación puede ser que las transferencias y otras formas de renta no laboral han ganado importancia. El Cuadro 9 presenta un desglose de los ingresos familiares en diferentes tipos de rentas en 1973/1974, 1980/81 y 1985. El cuadro muestra que la participación de los salarios en la renta familiar total disminuyó entre 1973/74 y 1985. Al mismo tiempo, la participación de las transferencias se incrementó sostenidamente, al igual que la participación de las rentas no monetarias de la tierra y del capital. Estas últimas representan las rentas imputadas por el uso de la vivienda propia.
Una gran porción de las transferencias de 1985, aproximadamente el 82%, eran pensiones. Existe pues un impacto evidente de las transferencias en la situación de la tercera edad. Esto es consistente con los datos presentados en el Cuadro 8, que mostraban que el consumo y la renta medios de las familias habían crecido notablemente en este grupo. Por sí mismo, esto tendería a mejorar la distribución de la renta familiar total, debido a que los hogares formados por la tercera edad se suelen concentrar en la cola de la distribución. Por otra parte, es improbable que las transferencias hayan mejorado seriamente la situación de la mayor parte de los desempleados. Sólo —208→ el 12% de las transferencias totales de 1988 representan pagos por desempleo y, como sabemos, el nivel de cobertura es bajo, con sólo un 29% de los parados recibiendo subsidios. Por lo tanto, parece improbable que el aumento de las transferencias pueda explicar completamente por qué la desigualdad global no ha empeorado dados el 20% de paro y la mayor desigualdad salarial.
Una explicación alternativa de por qué la distribución global de la renta no ha empeorado en la década de los ochenta pone el énfasis en cambios en el tamaño y la composición familiar. Este argumento sugiere que la familia puede actuar como una red de seguridad para los parados. Ciertos adultos jóvenes en paro, que normalmente habrían formado su propia familia, pueden quedarse en casa hasta encontrar un trabajo. En consecuencia, las familias que antes podían fragmentarse en unidades más pequeñas a medida que los hijos crecieran, puede que ahora se mantengan como una sola unidad más grande. La dureza de una tasa de paro del 20% puede mitigarse de forma sustancial gracias a la función protectora de la familia. Si sucede esto, la distribución de la renta familiar global puede ocultar los cambios que realmente tienen lugar en términos per cápita.
Al no disponer la EPF de datos microeconómicos de serie temporal se hace imposible examinar directamente la respuesta de la renta per cápita y de la estructura familiar al desempleo creciente. Tampoco es posible establecer una relación definitiva entre los cambios en la composición familiar y la distribución de la renta. Sin embargo, es posible utilizar los datos microeconómicos de una encuesta diferente, la Encuesta de Condiciones de Vida y Trabajo, para examinar una parte del argumento: la relación propuesta entre desempleo y tamaño familiar. Esta encuesta, que realizó el gobierno en 1985, ofrece información sobre más de 60,000 familias españolas144. Guell (1990) utiliza esta encuesta para examinar el impacto de la renta familiar en el desempleo juvenil, descubriendo que la riqueza familiar actúa como desincentivo del trabajo.
Desafortunadamente, la ECVT no proporciona información de series temporales sobre las familias encuestadas. Se intenta sortear esta deficiencia utilizando los cambios de las condiciones económicas regionales y el tamaño familiar. Primero, se pretende examinar cómo el tamaño familiar de las distintas regiones se relaciona con los cambios en las condiciones económicas
—209→
| REGIÓN | TAMAÑO DE LA FAMILIA | TASA DE PARO | PIB PER CÁPITA | CRECIMIENTO REAL DEL PIB | ||||
| 81 | 85 | 81 | 85 | 85 | 85 (media = 100) | 73-81 | 81-85 | |
| Andalucía | 3,96 | 3,79 | 16,4 | 29,2 | 514.114 | 70,9 | 2,57 | 1,91 |
| Asturias | 3,33 | 3,17 | 8,3 | 17,2 | 806.492 | 111,2 | 2,25 | 3,17 |
| Aragón | 3,42 | 3,35 | 8,5 | 18,0 | 696.350 | 96,0 | 1,33 | 0,49 |
| Baleares | 3,16 | 3,12 | 7,6 | 13,5 | 1.065.231 | 146,8 | 1,90 | 5,50 |
| Canarias | 4,21 | 4,06 | 7,6 | 12,5 | 668.816 | 92,2 | 3,96 | 2,27 |
| Cantabria | 3,68 | 3,55 | 7,0 | 15,5 | 713.018 | 98,3 | 1,59 | 1,93 |
| Castilla-León | 3,47 | 3,43 | 10,5 | 15,5 | 557.992 | 76,9 | 1,00 | 2,33 |
| Castilla-La Mancha | 3,57 | 3,23 | 8,1 | 17,6 | 650.694 | 90,0 | 1,74 | 3,17 |
| Cataluña | 3,61 | 3,46 | 11,7 | 21,7 | 898.295 | 123,8 | 2,52 | 1,44 |
| Extremadura | 3,67 | 3,59 | 13,6 | 27,0 | 476.718 | 67,7 | 1,47 | 3,68 |
| Galicia | 3,82 | 3,39 | 4,5 | 13,1 | 576.532 | 79,5 | 3,76 | 1,85 |
| Madrid | 3,76 | 3,70 | 12,4 | 21,1 | 955.961 | 131,8 | 4,16 | 2,01 |
| Murcia | 3,76 | 3,59 | 9,5 | 18,9 | 608.768 | 83,9 | 3,27 | 2,43 |
| Navarra | 3,85 | 3,38 | 10,7 | 18,8 | 795.889 | 109,7 | 2,15 | 2,36 |
| Com. Valenciana | 3,58 | 3,52 | 12,2 | 22,7 | 762.140 | 105,1 | 3,17 | 2,53 |
| País Vasco | 3,83 | 3,54 | 5,1 | 16,5 | 807.358 | 111,3 | 0,17 | 1,82 |
| La Rioja | 3,48 | 3,14 | 9,5 | 19,9 | 794.651 | 109,6 | 2,95 | 2,53 |
| Todas las Regiones | 3,64 | 3,64 | 11,1 | 21,5 | 725.427 | 100,0 | 2,61 | 2,10 |
Fuente: Los tamaños de la familia proceden de las EPAs de 1981 y 1985. Los datos de paro, PIB per cápita y crecimiento real del PIB se toman de Renta Nacional de España y su Distribución Provincial.
locales, y en particular, el desempleo regional. Para este análisis, se emplean datos de una muestra de 28.000 familias de la ECVT. Se trata de las familias para las que se dispone de los datos sobre la edad y educación del cabeza de familia. Ambas características se consideraban importantes en la determinación del tamaño familiar. Por tanto, había que omitir las observaciones para las que estos datos no existían145.
La estrategia empírica utilizada consistió en estimar la siguiente ecuación del tamaño familiar (TFi):
TFi = Xi b + Zi T + dZi p + ui
donde X es un vector de características demográficas del cabeza de familia, Z es un vector de variables que reflejan las condiciones económicas regionales y dZ capta la variación de las variables económicas regionales entre 1981 y 1985.
El Cuadro 10 presenta el tamaño medio familiar por regiones, junto a los principales indicadores económicos regionales. Las cifras de tamaño familiar —210→ por regiones de 1981 proceden de la EPF de 1980/81, mientras que los de 1985 son de la ECVT. Los datos sobre las tasas de paro, el Producto Interior Bruto per cápita y el crecimiento del PIB se calculan a partir de la publicación anual Renta Nacional de España y su Distribución Provincial.
El cuadro muestra que las tasas de paro varían sustancialmente entre regiones. En 1985, dichas tasa iban del 11,1% de Galicia al 29,2% de Andalucía. El cuadro también refleja que existen disparidades significativas entre las regiones en términos de renta per cápita. El PIB per cápita de las dos regiones más ricas (Baleares y Madrid) es dos veces el de la más pobre (Extremadura). La pobreza se concentra en las regiones eminentemente agrícolas -Andalucía, Castilla-La Mancha, Castilla y León y Extremadura. En 1980/81, el 42% de las familias extremeñas pertenecían a las dos decilas inferiores de la distribución nacional de la renta familiar; sólo el 6% de sus familias pertenecían a las dos más altas. Análogamente, para Castilla-La Mancha los porcentajes correspondientes eran 33% y 7%. Por el contrario, el 20% de los hogares madrileños pertenecían a la decila superior y el 33% a las dos más altas.
El Cuadro 11 presenta algunas regresiones sencillas utilizando las medias regionales que se exponen en el Cuadro 10. La columna (1) contiene una regresión del tamaño familiar de 1985 s obre el nivel de desempleo en
| VARIABLE DEPENDIENTE | ||||
| TAMAÑO FAM. 85 (1) | TAMAÑO FAM. 85 (2) | VARIACIÓN 81-85 (3)147 | VARIACIÓN 81-85 (4)148 | |
| Paro, 1981 | 0,028 | - | 0,023 | - |
| (0,017) | (0,012) | |||
| Variación del paro | 0,045 | - | 0,018 | - |
| 1981-5 | (0,024) | (0,016) | ||
| Paro Juvenil, 1981 | - | 0,060 | - | 0,013 |
| Variación del paro | - | 0,036 | - | 0,016 |
| juvenil, 1981-85 | (0,019) | (0,019) | ||
| R2 | 0,43 | 0,55 | 0,21 | 0,13 |
| Núm. Observaciones | 17 | 17 | 17 | 17 |
1981 y la variación del desempleo entre 1981 y 1985. El nivel de paro de 1981 se incluye para captar cualquier relación histórica subyacente entre las regiones más pobres y el tamaño de la familia. Para los objetivos que se persiguen en esta sección, la correlación más interesante es la que hay entre el tamaño familiar y la variación del paro regional. Las estimaciones del Cuadro 11 reflejan una correlación débil pero positiva entre el tamaño de la familia y el nivel de paro en 1981. La correlación es también positiva entre el tamaño en 1985 y la variación del paro regional entre 1981 y 1985. La columna (2) presenta regresiones similares que utilizan las tasas regionales de desempleo juvenil en vez de la tasa de paro global como medida relevante de las condiciones del mercado de trabajo local.
La clave de esta sección, sin embargo, no es constatar la relación entre el tamaño de la familia y las variaciones del desempleo regional, sino centrarse en cómo el tamaño de los hogares puede haber respondido al gran aumento del paro durante los primeros años ochenta. Esto sugiere correr una regresión simple de las variaciones del tamaño familiar sobre las variaciones del desempleo. Las estimaciones de estas regresiones se recogen en las columnas (3) y (4). Desafortunadamente, al tratar de estimar una regresión en diferencias con sólo 17 observaciones se obtienen estimaciones muy poco precisas. No obstante, los coeficientes de la regresión parecen sugerir que las variaciones del desempleo regional se relacionan positivamente con las variaciones en el tamaño de la familia.
Con estas correlaciones aproximadas entre medias regionales como información de partida, se procede a analizar los datos microeconómicos de la ECVT. Los estimadores de Mínimos Cuadrados Ordinarios (MCO) de la ecuación (1) se recogen en la s columnas (1) y (1b) del Cuadro 12. La variable dependiente es el número de integrantes de la unidad familiar. Las variables independientes incluyen un conjunto de variables dicotómicas que reflejan la edad y educación del cabeza de familia, otra que toma valor 1 si éste trabaja, la participación del empleo agrícola en empleo regional total, el nivel de desempleo regional en 1981 y la variación del desempleo regional entre 1981 y 1985. El nivel de paro en 1981 -previo a los grandes incrementos de los años ochenta- se incluye para recoger cualquier relación histórica subyacente entre tamaño familiar y pobreza regional. De modo similar, la participación de la agricultura en el empleo total se incluye para tener en cuenta las diferencias regionales que pueden estar ligadas a la estructura productiva regional (las regiones agrícolas, por ejemplo, es probable que tengan familias más numerosas).
Las estimaciones sugieren que el tamaño del hogar responde significativamente a los cambios en el nivel de desempleo regional. El coeficiente de
—212→
| MCO Sin ajustar | Estimador en 2-etapas | 2-etapas, ponderado | Media de las variables | |||||
| Variable Independiente | (1) | (2) | (2) | (2b) | (3) | (3b) | ||
| Cabeza de familia | ||||||||
| Por debajo de los 25 | 1,153 | 1,157 | - | - | - | - | 0,022 | |
| (0,093) | (0,093) | |||||||
| Entre 25 y 34 | 1,236 | 1,238 | - | - | - | - | 0,124 | |
| (0,052) | (0,052) | |||||||
| Entre 35 y 44 | 2,039 | 2,042 | - | - | - | - | 0,146 | |
| (0,049) | (0,049) | |||||||
| Entre 45 y 54 | 1,640 | 1,639 | - | - | - | - | 0,146 | |
| (0,046) | (0,046) | |||||||
| Entre 55 y 64 | 0,657 | 0,657 | - | - | - | - | 0,206 | |
| (0,038) | (0,038) | |||||||
| Cabeza de familia | ||||||||
| Sin estudios formales | -0,037 | -0,034 | - | - | - | - | 0,554 | |
| (0,034) | (0,034) | |||||||
| Bachiller elemental | -0,088 | -0,089 | - | - | - | - | 0,080 | |
| (0,053) | (0,053) | |||||||
| Bachiller superior | -0,198 | -0,197 | - | - | - | - | 0,041 | |
| (0,069) | (0,069) | |||||||
| Formación profesional | -2,210 | -2,215 | - | - | - | - | 0,035 | |
| (0,074) | (0,074) | |||||||
| Carreras medias | -0,122 | 0,124 | - | - | - | - | 0,037 | |
| (0,072) | (0,072) | |||||||
| Carreras superiores | -0,309 | -0,309 | - | - | - | - | 0,042 | |
| Cabeza de familia | 0,282 | 0,282 | - | - | - | - | 0,655 | |
| que trabaja | (0,035) | (0,035) | ||||||
| Peso de la agricultura en el | 0,517 | 0,328 | 0,432 | 0,357 | 0,476 | 0,323 | 0,184 | |
| empleo regional total (1985) | (0,134) | (0,143) | (0,446) | (0,483) | (0,427) | (0,353) | ||
| Desempleo | 0,015 | - | 0,012 | - | 0,011 | - | 10,678 | |
| regional (1981) | (0,004) | (0,016) | (0,012) | |||||
| Variación del desempleo | 0,027 | - | 0,029 | - | 0,027 | - | 9,995 | |
| regional (1981-1985) | (0,006) | (0,021) | (0,019) | |||||
| Desempleo juvenil | - | -0,002 | - | -0,001 | - | -0,006 | 45,830 | |
| regional (1981) | (0,003) | (0,009) | (0,008) | |||||
| Variación | ||||||||
| del desempleo juvenil | - | 0,036 | - | 0,033 | - | 0,042 | 14,130 | |
| regional (1981-1985) | (0,008) | (0,026) | (0,022) | |||||
| R2 | 0,14 | 0,14 | 0,27 | 0,22 | 0,29 | 0,029 | - | |
| Núm. observaciones | 27.598 | 27.598 | 17 | 17 | 17 | 17 | - | |
NOTAS
Los estimadores en dos etapas se obtienen mediante el siguiente procedimiento: en primer lugar, se regresa el tamaño familiar sobre las variables características de la familia y un conjunto de dummies regionales. Luego, se regresan los coeficientes de las dummies regionales sobre las variables (paro, variación del paro y peso de la agricultura). Este procedimiento arroja estimaciones más conservadoras de las desviaciones típicas en las ecuaciones con micro-datos.
Ecuaciones (1) y (1b): variable dependiente = número de personas en el hogar (media = 2,89).
Ecuaciones (2), (2b), (3) y (3b): variable dependiente = coeficientes de las dummies regionales de la regresión de la primera etapa.
Desviaciones típicas entre paréntesis. Fuente: Encuesta de Condiciones de Vida y Trabajo.
—213→la variable es positivo y muy significativo. Al utilizar la tasa de paro juvenil regional en vez de la tasa de paro global como medida relevante de las condiciones del mercado de trabajo local se obtiene una relación todavía más fuerte entre las variaciones del desempleo y el tamaño del hogar.
Como quiera que las regresiones de las columnas (1) y (1b) se ajustan a una muestra de datos agrupados, es probable que los errores de la regresión estén correlacionados dentro de cada grupo. Esto es, uir =lr + vir, donde lr es un componente de error intrarregional. Moulton (1986) ha señalado que en este caso las desviaciones típicas sin corregir de los coeficientes mínimo cuadráticos pueden estar sustancialmente sesgadas a la baja. Para obtener estimaciones más conservadoras de las desviaciones típicas, se ejecuta el siguiente procedimiento en dos etapas. En primer lugar, se corre una regresión del tamaño de la familia sobre las variables características del hogar y un conjunto de dummies regionales. Luego, se regresan los coeficientes de las dummies regionales sobre las variables regionales -el peso del empleo agrícola, el nivel de paro en 1981 y la variación entre 1981 y 1985 del desempleo regional. Los coeficientes que se obtienen en este segundo paso y las desviaciones típicas asociadas se presentan en las columnas (2) y (2b). Estas desviaciones típicas pueden interpretarse como una cota superior, o estimación conservadora, de las verdaderas desviaciones típicas. Las columnas (3) y (3b) del mismo cuadro proporcionan estimadores ponderados correspondientes al procedimiento en dos etapas. Las ponderaciones que se utilizan en esta regresión son el número de observaciones de cada región.
Como era de esperar, el procedimiento en dos etapas proporciona desviaciones típicas estimadas significativamente mayores. Aunque los coeficientes dejan de ser fuertemente significativos, los resultados todavía apoyan la idea de que el tamaño de la familia responde a las variaciones en la tasa de desempleo regional y, especialmente, a las variaciones en la tasa de paro juvenil. Por tanto, parece que la estructura familiar está afectada por la evolución de los mercados de trabajo locales.
En conjunto, estos hallazgos sugieren que la familia actúa como una red de seguridad para el parado y le protege de la dureza económica severa. Presumiblemente, lo que sucede es que los jóvenes parados optan por permanecer en casa y ser mantenidos por sus familias en vez de establecerse por su cuenta.
Se puede utilizar la ECVT para intentar contrastar este argumento directamente. La ECVT contiene 9186 observaciones de jóvenes con edades comprendidas entre los 20 y 29 años. Son individuos que, dadas las medias, elegirían probablemente fundar su propio hogar. Utilizaré esta muestra de jóvenes españoles para examinar cómo afectan la tasa de paro regional y la variación en dicha tasa a la probabilidad de que un adulto joven viva en el hogar.
—214→| Proporción de los jóvenes entre 20 y 29 años | ||||||||
| Ambos sexos | Varones | Mujeres | ||||||
| Cabeza de familia, | ||||||||
| de los cuales: | 20,9 | 100,0 | 38,1 | 100,0 | 7,1 | 100,0 | ||
| Trabajan | 78,6 | 82,6 | 61,4 | |||||
| No trabajan | 21,4 | 17,4 | 38,4 | |||||
| Parados | 13,0 | 12,7 | 14,4 | |||||
| No cabezas de familia | ||||||||
| de los cuales: | 79,1 | 100,0 | 61,9 | 100,0 | 92,9 | 100 | ||
| Viven con sus padres | 56,3 | 84,9 | 40,8 | |||||
| Viven con su consorte | 34,0 | 1,6 | 51,5 | |||||
| Viven con sus padres, | ||||||||
| de los cuales: | 44,5 | 100 | 52,6 | 100 | 37,9 | 100 | ||
| Trabajan | 48,0 | 52,9 | 42,5 | |||||
| No trabajan | 52,0 | 47,1 | 57,5 | |||||
| Parados | 24,6 | 23,6 | 25,6 | |||||
| Estudiantes | 36,0 | 32,3 | 40,0 | |||||
| Viven con su consorte, | ||||||||
| de los cuales: | 26,9 | 100,0 | 1,0 | 100,0 | 47,8 | 100,0 | ||
| Trabajan | 26,8 | 47,5 | 26,5 | |||||
| No trabajan | 73,2 | 52,5 | 73,5 | |||||
| Parados | 12,9 | 12,5 | 13,0 | |||||
| Su consorte trabaja | 83,8 | 74,4 | 83,9 | |||||
Fuente: Calculado a partir de la Encuesta de Condiciones de Vida y Trabajo de 1985.
El Cuadro 13 expone la distribución de la muestra por regímenes de residencia. Indica que el 21% de los individuos son cabezas de familia, el 79% no. De los primeros, el 79% están trabajando y el 13% están parados. De los que no encabezan su familia, el 34% vive con su consorte, el 56,3% vive con sus padres y el resto vive en un régimen de residencia alternativo. De los que viven con sus padres, el 48% están trabajando, el 36% son estudiantes y un 25% se clasifican como parados. Es interesante advertir que la tasa de paro entre aquellos que viven en casa es significativamente mayor que entre los cabezas de familia o entre aquellos que viven con su consorte.
Existen importantes diferencias entre los varones y mujeres en la muestra, que revelan la naturaleza tradicional de la sociedad española. Sólo el 7% de las mujeres son cabeza de familia. De entre las que no lo son, el
—215→| Logit | Lineal de probabilidad | 2-etapas, ponderado | ||||
| Variable | (1) | (2) | (3) | (4) | (5) | (2) |
| Varón | 0,157 | 0,156 | 0,021 | 0,020 | - | - |
| (0,081) | (0,081) | (0,007) | (0,007) | |||
| Casado | -3,702 | -3,712 | -0,644 | -0,644 | - | - |
| (0,100) | (0,100) | (0,010) | (0,010) | |||
| Con hijos | -1,403 | -1,389 | -0,126 | -0,125 | - | - |
| (0,114) | (0,114) | (0,010) | (0,010) | |||
| Que trabaja | -0,572 | -0,559 | -0,053 | -0,052 | - | - |
| (0,083) | (0,083) | (0,007) | (0,007) | |||
| Peso del empleo | 1,570 | 1,519 | 0,139 | 0,133 | 0,139 | 0,133 |
| agrícola (1985) | (0,400) | (0,395) | (0,033) | (0,033) | (0,043) | (0,031) |
| Paro regional (1981) | -0,011 | - | -0,001 | - | -0,001 | - |
| (0,012) | (0,001) | (0,001) | - | |||
| Variación del paro | 0,033 | - | 0,002 | - | -0,002 | - |
| regional (1981-85) | (0,019) | (0,001) | (0,002) | |||
| Paro juvenil regional | - | -0,073 | - | -0,006 | - | -0,006 |
| (0,027) | (0,002) | (0,002) | ||||
| Variación del paro | - | 0,143 | - | 0,012 | - | 0,012 |
| juvenil regional | (0,044) | (0,003) | (0,003) | |||
| Dummies de edad | Sí | Sí | Sí | Sí | No | No |
| Dummies de educación | Sí | Sí | Sí | Sí | No | No |
| Log-verosimilitud | -2.396,2 | -2.391,9 | - | - | - | - |
| R2 | - | - | 0,66 | 0,66 | 0,47 | 0,72 |
| Núm. observaciones | 8.505 | 8.505 | 8.505 | 8.505 | 17 | 17 |
NOTAS:
Ecuaciones (1) a (4): Variable dependiente = 1 si el joven vive con sus padres.
Ecuaciones (5) y (6): Coeficiente de la dummy regional de la 1ª etapa.
Las ponderaciones de las ecuaciones (3) y (3b) son el peso de la región en la muestra.
Fuentes: Encuesta de Condiciones de Vida y Trabajo.
—216→41% vive con sus padres y el 52% con su esposo. Sólo el 27% de estas últimas trabajan y el 13% están paradas; el resto están presumiblemente inactivas. De entre los varones, el 38% son cabezas de familia; el 83% trabaja. La mayoría de los que no encabezan su propia familia viven con sus padres (el 85%). Muy pocos varones afirman que su esposa es el cabeza de familia.
Limito mi análisis a la muestra de personas que son bien cabezas de familia, bien que viven con sus padres o bien que viven con su cónyuge. Excluyo así al reducido grupo que tiene otro tipo de régimen de residencia. Ello proporciona una muestra de 8505 personas. Dado que no se cuenta con información alguna sobre las características de las familias de los que son cabezas de familia, centro el análisis en las características propias de las personas y en las condiciones de sus mercados de trabajo locales. La variable dependiente que defino toma el valor unitario si se trata de un joven que vive con sus padres y cero en caso contrario. Acto seguido empleo un modelo logit para estimar como afectan las características individuales y de los mercados de trabajo locales a la probabilidad de vivir con sus padres.
Las estimaciones del modelo logit se muestran en las columnas (1) y (2) del Cuadro 14. Ambas ecuaciones incluyen variables cualitativas para la región, la edad y la educación. También incluyen variables cualitativas para los varones, las personas casadas, las personas con hijos y las empleadas. Además, ambas ecuaciones incluyen una serie de variables regionales: la proporción de la agricultura en el empleo total regional, el nivel de paro regional en 1981 y el cambio entre 1981 y 1985 en el nivel de paro regional. La ecuación (2) emplea las tasas de paro de las personas entre 16 y 29 años en vez de la tasa general de paro como la medida relevante de las condiciones del mercado de trabajo149.
La columna (1) muestra un coeficiente positivo y significativo del cambio en 1981-85 del paro regional. Ello sugiere que la probabilidad de vivir en casa de sus padres es más alta cuanto mayor sea el paro regional. Al emplear la tasa de paro juvenil en vez de la general se obtienen resultados ligeramente más fuertes. El coeficiente de la variable de cambio en la columna (2) es también positivo y aún más significativo. Ello sugiere, una vez más, que los cambios en las condiciones del mercado de trabajo regional afectan significativamente a la probabilidad de que un joven viva con sus padres.
Las estimaciones sin ajustar de las desviaciones típicas que se presentan en las columnas (1) y (2) deben contemplarse con cierta precaución. Como se señaló anteriormente, el problema es la correlación entre los términos de —217→ error intrarregionales. Como ajustar las desviaciones típicas en un modelo no lineal -como el modelo logit- podría ser bastante complicado, se utiliza el modelo lineal de probabilidad como aproximación. Las columnas (3) y (4) ofrecen los coeficientes que se obtienen al estimar un modelo lineal de probabilidad sin ajustar las desviaciones típicas. Las columnas (5) y (6) presentan las estimaciones del procedimiento en dos etapas ya descrito.
La columna (3) muestra un efecto pequeño pero positivo de las variaciones en el paro regional sobre la probabilidad de que un adulto joven viva en casa. La columna (4) refleja un impacto mayor de las variaciones en la tasa de paro juvenil de la región. Maddala (1983) sugiere que los coeficientes del modelo lineal de probabilidad (bLP) y los coeficientes del modelo logit (bL,) se relacionan a través de la siguiente aproximación: bLP = 0,25 bL excepto para el término constante. Utilizando esta fórmula para convertir los coeficientes del logit de las columnas (1) y (2) en estimaciones del lineal de probabilidad, se obtiene un coeficiente de 0,008 para la variación del desempleo regional, y un coeficiente de 0,036 para la variación del desempleo juvenil de la región. Ambos son algo mayores que los coeficientes del modelo lineal de probabilidad estimados en las columnas (3) y (4).
Las columnas (5) y (6) muestran que, en este caso, utilizar el procedimiento de estimación en dos etapas no incrementa significativamente las desviaciones típicas estimadas. El procedimiento en dos etapas ponderado arroja coeficientes y desviaciones típicas que son muy parecidos a los que se obtienen directamente con el modelo de probabilidad lineal sin ajustar.
Los resultados recogidos en los Cuadros 11, 12, y 14 sugieren que la familia española ha actuado como mecanismo protector del parado frente a condiciones económicas adversas. Los resultados del Cuadro 12 han mostrado que el tamaño del hogar responde significativamente a las variaciones en las tasas de desempleo locales. Las estimaciones de los modelos logit y lineal de probabilidad del Cuadro 14 indican que esto sucede porque los trabajadores jóvenes que se enfrentan al deterioro de las condiciones del mercado de trabajo local optan por permanecer en casa.
El análisis precedente ha mostrado que mientras que la desigualdad salarial decreció bastante en España durante los sesenta, la mayor parte del estrechamiento de los diferenciales salariales tuvo en realidad lugar a mediados de la década de los setenta, coincidiendo con el fin del régimen de Franco. La reducción de las diferencias salariales durante ese período estuvo propiciada —218→ por el clima político preponderante, que exigía que se mitigaran ciertas disparidades mantenidas al abrigo del régimen anterior. La necesidad de asegurar una transición a la democracia pacífica y consensuada -en sí misma la clave del éxito español en ese proceso- animó grandes elevaciones de salarios, especialmente entre los trabajadores peor pagados. Esto conllevó, por una parte, una fuerte reducción de la desigualdad. Sin embargo, contribuyó al subsiguiente incremento del paro y a la distorsión de la estructura salarial.
Con posterioridad a 1979, los diferenciales salariales según el nivel de cualificación aumentaron continuamente, causando un incremento de la desigualdad salarial global. Este hecho coincidió con el fin de las políticas que exigían un trato favorable para los salarios más bajos en la distribución de los aumentos salariales. También coincide con el comienzo de una subida drástica del desempleo. La combinación de estos dos factores -desempleo elevado y mayor desigualdad salarial- debería haber resultado en una mayor desigualdad global en este período. Los ejercicios de simulación de la Sección 3.1 sugieren que, de hecho, la desigualdad salarial global dió un gran salto entre 1977 y 1988. Sin embargo, cuando la distribución de la renta global se estima directamente con los datos de la renta familiar, no existe evidencia clara de una elevación de la desigualdad entre las familias.
Esta aparente contradicción se puede explicar en parte por la naturaleza del desempleo español, que afecta sobre todo a perceptores secundarios de renta y especialmente a los jóvenes, y en parte también, por el papel protector de la familia, que actúa como una red de seguridad para los desempleados. El análisis de la Encuesta de Condiciones de Vida y Trabajo de 1985 hace patente que mayores tasas de desempleo locales aumentan significativamente la probabilidad de que un adulto joven viva con su familia. Por tanto, parece que el tamaño familiar responde directamente a los cambios en las condiciones del mercado laboral local. Esto a su vez sugiere que la cambiante estructura familiar puede ser la clave que explique por qué el tremendo aumento del paro y el incremento de la desigualdad individual de la década de los ochenta no han tenido un efecto más pronunciado en la distribución de la renta familiar.
Desafortunadamente, la no disponibilidad de los datos microeconómicos de las encuestas familiares hace imposible establecer una relación definitiva entre los cambios de la composición familiar y la distribución de la renta. Hasta que las respuestas individuales de las familias a esas encuestas estén disponibles públicamente, el análisis tendrá que ser en parte especulativo.
Esto sugiere dos grandes prioridades de investigación en el estudio del proceso de ajuste en el mercado de trabajo español y la distribución de la renta. Una es, obviamente, obtener el acceso a los datos microeconómicos —219→ de las encuestas familiares. Esto permitiría construir una distribución de la renta sobre una base per cápita, examinar los cambios en la composición familiar, y establecer la relación entre estos últimos y la distribución de la renta familiar. La segunda es conseguir datos de los salarios individuales, que permitiría examinar los cambios de la dispersión dentro de las clasificaciones sector-profesión y establecer su importancia en relación a cambios de la dispersión entre clasificaciones.
El análisis de la desigualdad de la renta laboral de este trabajo se basa en datos de la Encuesta de Salarios para el período 1963-1988. Para examinar la dispersión salarial, se utilizan las medias anuales de los salarios mensuales medios por trabajador, incluyendo los pagos por horas extraordinarias y otros conceptos, de cada una de las clasificaciones sector-profesión. Como existe una ruptura metodológica en la encuesta en el primer trimestre de 1977, hay que ser cautos al comparar los dos subperíodos 1963-1976 y 1977-1988.
La Encuesta de Salarios se lleva a cabo trimestralmente por el Instituto Nacional de Estadística. Proporciona los salarios mensuales medios por clasificaciones sector-profesión de diecisiete ramas de actividad de la economía española. La encuesta abarca la minería, las manufacturas, la construcción, el comercio al por mayor y minorista, el transporte, las finanzas y los seguros, y los restaurantes y hoteles. Excluye la agricultura y la pesca, y el resto del sector servicios. Las categorías profesionales utilizadas en la Encuesta de Salarios corresponden a las de los tramos de las cotizaciones a la Seguridad Social, que son también las empleadas para establecer los salarios base en la negociación colectiva. Las categorías definidas en la encuesta son:
- Titulado Superior
- Titulado Medio
- Jefe Administrativo
- Oficial Administrativo
- Auxiliar Administrativo
- Subalterno
- Maestros
- Oficiales de Primera y Segunda
- Oficiales de Tercera y Especialistas
- Peones
Los problemas y debilidades de esta encuesta están bien documentados —220→ Véase, por ejemplo, Malo de Molina y Serrano (1979). Las principales críticas de la encuesta son las siguientes: (1) Excluye los establecimientos con menos de 10 trabajadores. Por esta razón, las cifras de empleo total por clasificaciones sector-profesión no concuerdan siempre con los datos de la EPA.
(2) Ignora varios sectores importantes de la economía española: la agricultura y parte de los servicios.
A pesar de estos fallos, es la fuente principal de datos salariales de la economía española.
La mayor parte de los datos de población, empleo, población activa y paro utilizados en este trabajo provienen de la EPA. La EPA es una encuesta trimestral bastante rica realizada a las familias, pero lamentablemente no ofrece ninguna información de los salarios o de la renta familiar.
Todos los datos de la EPA empleados se obtuvieron de los cuadros publicados. Para 1964-1986, se utilizó la Encuesta de Población Activa, Encuesta. Para 1987-88, la Encuesta de Población Activa, Resultados Detallados.
Se trata de una encuesta que se ha realizado periódicamente para determinar las ponderaciones que se deben utilizar en el cómputo del Índice de Precios del Consumo. Esta encuesta se llevo a cabo en 1958, 1964/65, 1973/74, y más recientemente, en 1980/81. Con ella se relaciona la Encuesta Continua de Presupuestos Familiares, basada en una muestra más pequeña pero continua, que está disponible para el período 1985-90. La encuesta de presupuestos pretende dar información sobre el consumo familiar, la renta, y la composición y otras características de las familias. Desgraciadamente, las respuestas individuales de las familias a las diferentes encuestas no suelen estar a disposición del público. Uno debe, por tanto, basarse en los datos publicados.
De las encuestas anteriores, los cuadros publicados se limitan a ofrecer las medias del gasto familiar total y del gasto familiar por tipo de bien. Para la encuesta 1973/74, se dispone de descomposiciones más detalladas del gasto familiar medio y de la renta según el tipo de familia. Para la encuesta de 1980/81, los cuadros son extremadamente buenos, y ofrecen desagregaciones detalladas del gasto familiar y de la renta según el tipo de familia, la región, la decila de renta familar, etc. Los cuadros publicados de la encuesta de 1985 no son, por desgracia, tan completos.
—221→Obtuve los datos de las encuestas anteriores a 1973/74 del Anuario Estadístico de España, y de La Renta Nacional y su Distribución. Los datos de 1973/74 provienen de la Encuesta de Presupuestos Familiares, 1975. Los de 1980/81 son de la Encuesta de Presupuestos Familiares 1980-81, Tomo I, 1983. Para la encuesta de 1985 se emplea la Encuesta Continua de Presupuestos Familiares, Metodología y Resultados, 1988.
Esta encuesta especial la llevó a cabo el gobierno en 1985. Su intención original era demostrar que una gran parte de los parados tenían trabajo en la economía sumergida. La muestra contenía más de 60.000 observaciones y a cada individuo se le formulaban preguntas bastante detalladas sobre su historial laboral. Además, los entrevistadores también hacían preguntas concernientes a la composición y la renta familiar, y a la situación del cabeza de familia. Para una descripción detallada de la metodología de la encuesta véase Condiciones de Vida y Trabajo en España (1986).
Los datos de los salarios agrícolas se obtuvieron del Anuario Estadístico de España y del Boletín Estadístico. Los datos sobre las horas trabajadas por mes en la agricultura, y la participación de ésta en el empleo total, provienen todas de la EPA. Los datos de las prestaciones por desempleo se toman del informe anual sobre el mercado de trabajo del Ministerio de Trabajo y Seguridad Social. Los datos regionales proceden de La Renta Nacional y Su Distribución Provincial, Banco de Bilbao, varios años.
El programa utilizado para simular la distribución global de la renta laboral de los Cuadros 3, 4 y 5, fue desarrollado por Robinson (1976) y revisado por Londoño (1990). Este procedimiento deriva la distribución global de la renta a partir de los datos sobre la distribución de la renta entre y dentro de diversos grupos de la economía. Esta técnica puede usarse, como en este artículo, para establecer una correspondencia entre la distribución de la renta por categorías socioeconómicas o profesionales y la distribución global.
—222→El método agrega numéricamente cierto número de diferentes distribuciones de renta intragrupos que se supone que son lognormales. Se considera cada categoría profesional como un grupo separado y se supone (1) que dentro de cada clasificación sector-profesión no hay dispersión salarial; y (2) que dentro de cada categoría profesional la distribución de la renta puede considerarse una distribución lognormal biparamétrica. A cada categoría profesional i se le atribuye un salario medio mensual (wi) y la desviación típica del logaritmo de los salarios reales de las clasificaciones sector-profesión (si). Después se supone que la distribución de la renta en ese grupo puede describirse mediante una función de distribución lognormal L(w/mi, si), donde mi es la media del logaritmo de wi. Es este caso,
d L(w/mi, si) = fi (w/mi, si)
(A1.1)
donde f (w/m, s) es la función de densidad de la renta del grupo i. La distribución global se genera luego numéricamente, ponderando cada renta del grupo con la participación del grupo en la población (la participación en el empleo total no agrícola de los Cuadros 3 y 4 y la participación en la población asalariada total del Cuadro 5). La distribución global de la renta viene entonces dada por:
fi (w/mi, si) = si wi fi; (w/mi, si)
(A1.2)
Las fórmulas utilizadas para calcular la media logarítmica global y la varianza logarítmica, y las rentas medias por decilas se presentan en Robinson (1976). Las copias del programa utilizado para generar la distribución global están a disposición de quienes las soliciten.
Adams, M., R. Maybury y W. Smith (1988). Employment Gazette, 2.
Bentolila, S. y O. Blanchard (1991). «El Paro en España», en S. Bentolila y L. Toharia (eds.), Estudios de Economía del Trabajo en España III: Problema del Paro. Ministerio de Trabajo y Seguridad Social.
Blackburn, M., D. Bloom y R. Freeman (1990). «The Declining Position of Less-Skilled American Men», en G. Burtless (ed.), A Future of Lousy Jobs?, Washington D. C.: The Brookings Institution.
Bound, J. y G. Johnson (1989). «Changes in the Structure of Wages During the 1980s: An Evaluation of Alternative Explanations», NBER Working Paper, no. 2983.
Banco de Bilbao (varios años). Renta Nacional de España y su Distribución Provincial.
Dolado, J. y J. L. Mab de Molina (1985). «Desempleo y Rigidez del Mercado de Trabajo en España», Boletín Económico.
—223→Dolado, J., J. L. Malo de Molina y A. Zabalza (1986). «Spanish Industrial Unemployment: Some Explanatory Factors», Económica.
Fishman, R. (1990). Working-Class Organization and the Return to Democracy in Spain, Ithaca: Cornell University Press.
García Perca, P. (1991). «Evolución de la Estructura Salarial Española Durante el Período 1963-1986», en S. Bentolila y L. Toharia (eds.), op. cit.
Guell, J. J. (1990). «The Role of the Family in Youth Unemployment: A Microeconomic Analysis of the Youth Labor Market in Spain», tesis no publicada, Harvard B. A.
Instituto Nacional de Estadística (varios años). Contabilidad Nacional de España.
——. Encuesta de Población Activa.
——. Encuesta de Presupuestos Familiares.
——. Encuesta de Salarios, medias anuales.
Juhn, C., K. M. Murphy y B. Pierce (1989). «Wage Inequality and the Rise in the Returns to Skill», documento sin publicar, University of Chicago.
Katz, L. F. (1990). «Handout on Wage Inequality in the United Kingdom, 1970-88», documento sin publicar, Harvard University, 1990.
Katz, L. F. y K. M. Murphy (1992). «Changes in Relative Wages, 1963-87: Supply and Demand Factors», de próxima aparición en Quarterly Journal of Economics.
Katz, L. F. y A. L. Revenga (1989). «Changes in the Structure of Wages: The United States vs Japan», Journal of the Japanese and International Economies, 3.
Londoño, J. L. (1990). «Human Capital and Long-Run swings in Income Distribution: Colombia, 1938-88», Documento sin publicar, Harvard University.
Maddala, G. S. (1983). Limited Dependent Variables in Econometrics, London: Cambridge University Press.
Malo de Molina, J. L. (1983) «Rigidez o Flexibilidad del Mercado de Trabajo? La Experiencia Española Durante la Crisis», Estudios Económicos, 34.
Ministerio de Trabajo y Seguridad Social (varios años). Mercado de Trabajo en España.
Moulton, B. R. (1986). «Random Group Effects and the Precision of Regression Estimates», Journal of Econometrics 32.
Murphy, K. M. y F. Welch (1988a). «The Structure of Wages», Unicon Research Corporation Working Paper.
Murphy, K. M. y F. Welch (1988b). «Wage Differentials in the 1980s: The Role of International Trade», documento sin publicar, University of Chicago.
Robinson, S. (1976). «Income Distribution Within Groups, Among Groups, and Overall: A Technique of Analysis», Woodrow Wilson School Discussion Paper, 65.
Ruiz-Castillo, J. (1987). «La Medición de la Pobreza y la Desigualdad en España, 1980-81». Estudios Económicos, 42.
Secretaría General de Economía y Planificación (1986). Condiciones de Vida y Trabajo en España, Ministerio de Economía.
Segura, J., F. Duran, L. Toharia y S. Bentolila (1991). Análisis de la Contratación Temporal en España, Ministerio de Trabajo y Seguridad Social.
Serrano, A. y J. L. Malo de Molina (1979). Salarios y Mercado de Trabajo en España, H. Blume Ediciones.
Toharia, L (1987). «Salarios y Beneficios: El Caso de la Economía Española, 1965-85», Revista de Treball.
—224→
This paper documents the sharp decrease in wage inequality in Spain since the mid - 1970s, which can be traced to political events happening after Franco's death. A closer look at the data reveals that inequality started rising again in the 1980s, as well as unemployment. Contrary to the latter fact, recent microeconomic data do not reveal a rise in income inequality. This paper shows that, in part, this puzzle can be explained by unemployment affecting mostly second earners and young adults, whereby the family acts as a security net for the unemployed.